杜倩倩，李琪琦

（中國人民銀行成都分行，四川 成都 610041）

一、引言

黨的十九大報告明確指出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段，必須堅持以供給側結構性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，特別是要不斷增強我國經(jīng)濟的創(chuàng)新力和競爭力，持續(xù)提升全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率（TFP）最早由索洛提出，是指除了勞動力和資本投入以外，其他能夠實現(xiàn)經(jīng)濟增長的因素所貢獻的增長部分，即不能用有形生產(chǎn)要素投入增長解釋的部分，可用“索洛余值”計算（Solow，1957）[1]。從本質(zhì)上講，它反映的是某個國家（地區(qū)）為擺脫貧困、落后和發(fā)展經(jīng)濟，在一定時期內(nèi)表現(xiàn)出來的能力和努力程度。全要素生產(chǎn)率主要由效率改善、規(guī)模效應和技術進步三方面因素貢獻而來，其中技術創(chuàng)新是提高全要素生產(chǎn)率的核心驅動力（程惠芳和陸嘉俊，2014）[2]。與傳統(tǒng)的單要素生產(chǎn)率相比，全要素生產(chǎn)率能夠較好地兼顧高質(zhì)量發(fā)展的目的和手段，為制定和評價長期可持續(xù)增長政策奠定基礎。從實踐來看，對高質(zhì)量發(fā)展的探討主要聚焦于依靠市場機制調(diào)節(jié)作用來實現(xiàn)宏觀目標的微觀層面的研究，企業(yè)是社會經(jīng)濟的基本細胞，經(jīng)濟能否持續(xù)穩(wěn)定增長、邁向中高端水平，能否保持生機和活力，關鍵要依托微觀市場主體的發(fā)展。對企業(yè)全要素生產(chǎn)率估算有助于進行經(jīng)濟增長源泉的分析，為企業(yè)提供持續(xù)提高勞動生產(chǎn)率的途徑。

由此可見，高質(zhì)量發(fā)展取決于全要素生產(chǎn)率的提升，保持一定的全要素生產(chǎn)率增速是高質(zhì)量發(fā)展的核心要義，而在此過程中充分調(diào)動企業(yè)，特別是制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新的積極性和主動性顯得尤為重要。

技術的創(chuàng)新很大程度上要依靠制度的創(chuàng)新來支撐。為鼓勵企業(yè)加大技術創(chuàng)新力度，我國出臺了一系列稅收優(yōu)惠政策，其中研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)研發(fā)活動直接相關，且近些年隨著歸集口徑擴大、適用范圍拓展、扣除比例提高以及重點領域強化，研發(fā)費用加計扣除政策力度不斷加大，其政策效應如何成為理論界和實務界關注的焦點。學者們多從研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)研發(fā)投入（陳海聲和陶羽華，2016）[3]、技術創(chuàng)新能力（馮澤等，2019）[4]、企業(yè)價值和績效的影響（王蕓和陳蕾，2016）[5]等方面來評估政策效果。雖然有少數(shù)研究考察了研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響（劉曄和林陳聃，2021）[6]，但現(xiàn)有研究多將研發(fā)投入或創(chuàng)新產(chǎn)出作為中介變量（任燦燦等，2021）[7]，來分析研發(fā)費用加計扣除政策提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機理，鮮有研究文獻將研發(fā)費用加計扣除、融資約束與企業(yè)全要素生產(chǎn)率納入同一個研究框架進行分析。

根據(jù)融資約束理論，由于委托代理問題、信息不對稱、信貸配給以及交易費用的存在，使得企業(yè)外部資本和內(nèi)部資本并不能實現(xiàn)完全可替代。當企業(yè)內(nèi)部融資存在困難，而外部融資由于成本高、限制多、流程復雜等原因無法實現(xiàn)時，企業(yè)難以獲得充足的資金，只能放棄部分投資機會，即受到了融資約束，融資約束的存在會影響企業(yè)資源配置的結構和效率。一般而言，研發(fā)創(chuàng)新活動由于研發(fā)投入回報存在不確定性，且周期較長、風險較高，會面臨比其他活動更強的融資約束。企業(yè)面臨較強的融資約束，則可能難以獲得充足的資金進行研發(fā)投入、擴大投資等，會對全要素生產(chǎn)率的提升形成負向影響（譚偉杰，2022）[8]。研發(fā)費用加計扣除政策通過直接減少企業(yè)所得稅稅基和納稅支出，使企業(yè)能夠留存更多的稅后利潤，增加自有資金持有量，改善現(xiàn)金流狀況，從而降低企業(yè)融資壓力、創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風險（靳衛(wèi)東等，2022）[9]，增強抵御研發(fā)風險能力，提升內(nèi)部資金配置效能，并打通更多的外部融資渠道。

從理論上講，研發(fā)費用加計扣除政策可以使企業(yè)獲得更充裕的資金，削弱融資約束對企業(yè)研發(fā)投入強度的負面影響（彭華濤和吳瑤，2021）[10]，激勵企業(yè)進行更廣泛的研發(fā)創(chuàng)新和投資擴產(chǎn)活動，進而通過技術進步效應、投資帶動效應和規(guī)模經(jīng)濟效應等促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

在實踐中，研發(fā)費用加計扣除政策究竟是否有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率？融資約束是否在其中發(fā)揮了中介作用？政策效果是否由于企業(yè)在規(guī)模、盈利能力、研發(fā)投入、行業(yè)等方面的異質(zhì)性而有所不同？這些問題都值得我們深入思考與探究。

二、政策沿革及文獻綜述

（一）政策沿革

我國研發(fā)費用加計扣除政策始于1996 年，多年來經(jīng)歷了一些變革（見表1），改革的主要內(nèi)容和方向包括提升立法層級、擴大研發(fā)費用歸集口徑、逐步拓展政策適用范圍、提高加計扣除比例、強化對重點行業(yè)和領域的結構性支持等。從政策實施的整體效果來看，研發(fā)費用加計扣除政策持續(xù)完善，在激勵企業(yè)加大技術研發(fā)投入力度、提升全社會技術創(chuàng)新水平和激發(fā)市場經(jīng)濟活力等方面發(fā)揮了一定的作用。

伴隨研發(fā)費用加計扣除政策持續(xù)深化，我國研發(fā)支出規(guī)模不斷擴大。從規(guī)模來看，全國研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出由2002 年的1287.64 億元增長至2020年的2.44萬億元（見圖1），年均增長17.8%。其中，企業(yè)研發(fā)支出增勢更為強勁，全國研究與試驗發(fā)展企業(yè)資金經(jīng)費支出由2002 年的708 億元增長至2020 年的1.89 萬億元，年均增速高達20.0%。從占比看，近20 年來，企業(yè)研發(fā)支出規(guī)模在全國研發(fā)支出中的占比逐年穩(wěn)步提升，由2002 年的55.0%增加至2020 年的77.4%，2013 年以來均穩(wěn)定在75%以上。從增速看，企業(yè)研發(fā)支出增長速度持續(xù)高于全國研發(fā)支出增速，尤其是在2003 年（研發(fā)費用加計扣除適用范圍擴大）企業(yè)研發(fā)支出同比增長30.7%，高于全國研發(fā)支出11.1 個百分點；2008 年（以立法層級明確加計扣除政策）企業(yè)研發(fā)支出同比增長26.8%，高于全國研發(fā)支出2.4 個百分點；2017 年（科技型中小企業(yè)加計扣除比例提高至75%）、2018 年（加計扣除75%推廣至所有企業(yè)）企業(yè)研發(fā)支出分別增長12.9%、12.0%，分別高于全國研發(fā)支出0.6個、0.2個百分點。

表1 研發(fā)費用加計扣除政策沿革

圖1 2002—2020年研發(fā)支出增長情況①根據(jù)國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)整理。

（二）文獻評述

關于研發(fā)費用加計扣除、融資約束與全要素生產(chǎn)率關系的文獻主要可以歸結為以下三方面。

一是研發(fā)費用加計扣除政策的效果、作用機制與影響因素。現(xiàn)有文獻多著眼于加計扣除政策對企業(yè)研發(fā)投入、技術創(chuàng)新能力、企業(yè)價值和績效等方面的影響。如劉圻等（2012）[11]、王春元（2017）[12]等學者研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)費用加計扣除政策對提振企業(yè)投資積極性、加大研究開發(fā)支出具有顯著效果。鮑凱瑜（2020）[13]指出研發(fā)費用加計扣除可以緩解中小企業(yè)的外部融資約束，進而促進其加強技術創(chuàng)新。任海云和宋偉宸（2017）[14]、張藝軒（2020）[15]等學者的研究表明，研發(fā)費用加計扣除激勵企業(yè)加大研發(fā)投入的作用效果因企業(yè)規(guī)模、所有制、生命周期、行業(yè)特征、市場化程度等方面的異質(zhì)性而存在差異。姚維保等（2020）[16]則指出加計扣除能夠提升企業(yè)價值和財務績效。薛薇和李艷艷（2010）[17]、楊洪濤等（2015）[18]發(fā)現(xiàn)由于費用歸集口徑窄、難度大、扣除力度小、手續(xù)煩瑣等原因，研發(fā)費用加計扣除對部分企業(yè)的政策效果不明顯，對政策效應產(chǎn)生了一定疑問。

二是稅收優(yōu)惠對全要素生產(chǎn)率的激勵作用研究。國內(nèi)現(xiàn)有研究普遍認為稅收優(yōu)惠政策對促進企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率發(fā)揮了積極作用。在增值稅方面，姜艷鳳和周靈秀（2018）[19]研究發(fā)現(xiàn)，增值稅擴圍有利于促進技術進步和提高技術效率，但不能促進規(guī)模效應改善；孫正等（2020）[20]指出“營改增”通過降低固定資產(chǎn)投資成本、加大研發(fā)支出、加強金融深化度等路徑提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。在企業(yè)所得稅方面，吳輝航等（2017）[21]研究發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)所得稅優(yōu)惠顯著提高了全要素生產(chǎn)率，其中直接效應是為了提高存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)效率，間接效應是為了刺激新進入企業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動。孫燕芳和趙素心（2021）[22]發(fā)現(xiàn)所得稅稅率降低有利于激勵技術密集型制造業(yè)企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)支出，進而提高其全要素生產(chǎn)率。少數(shù)學者考察了研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。薛鋼等（2019）[23]發(fā)現(xiàn)研發(fā)費用加計扣除可以顯著促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，并且促進作用對資源密集型企業(yè)更明顯。陳靜宇和江慶（2021）[24]研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入在研發(fā)費用加計扣除政策促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的過程中發(fā)揮了中介作用。

三是融資約束對全要素生產(chǎn)率的影響研究。一些學者直接考察了融資約束對全要素生產(chǎn)率的影響，如唐毓璇等（2018）[25]研究結果顯示銀行業(yè)發(fā)展帶來的融資成本下降對企業(yè)創(chuàng)新活動的促進是提升我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要途徑之一。一些學者考察了融資約束作為稅收優(yōu)惠政策的中介變量，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，如俞杰和萬陳夢（2022）[26]研究發(fā)現(xiàn)增值稅留抵退稅政策可以通過降低企業(yè)融資約束來提高全要素生產(chǎn)率。一些學者將融資約束作為異質(zhì)性視角，來考察稅收優(yōu)惠政策對不同類型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響差異，如顧楊陽（2022）[27]研究發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)加速折舊政策會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，且這種抑制作用對融資約束強的企業(yè)來說更為顯著。

現(xiàn)有文獻主要存在以下不足：一是關于稅收優(yōu)惠政策對全要素生產(chǎn)率的影響，多著眼于“營改增”、企業(yè)所得稅降稅率等稅制改革，可能對研發(fā)費用加計扣除等政策的關注不夠，研究加計扣除政策對全要素生產(chǎn)率影響的文獻較少；二是雖然少數(shù)學者研究了研發(fā)費用加計扣除政策是否能夠作用于企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但對政策作用機理研究還不深，特別是缺乏將融資約束作為中介變量的考察，對企業(yè)異質(zhì)性的研究也不夠全面。

基于此，本文通過運用2015—2020 年A 股制造業(yè)上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，實證研究研發(fā)費用加計扣除政策是否有助于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，同時考察融資約束的中介效應，并進一步研究在企業(yè)規(guī)模、盈利能力、研發(fā)投入、行業(yè)等條件不同的情境下政策作用效果的具體差異。

三、理論分析與研究設計

（一）理論分析

1.研發(fā)費用加計扣除對全要素生產(chǎn)率的影響分析

技術進步是企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的重要源泉。研發(fā)費用加計扣除政策設計的初衷在于激勵企業(yè)加大研發(fā)投入力度，促進科技創(chuàng)新和技術進步，從而帶動全要素生產(chǎn)率的提升。從理論上分析，研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)全要素的作用機制包括以下三方面。一是收入效應。研發(fā)費用加計扣除作為稅基優(yōu)惠方式之一，可以增加企業(yè)的稅后凈收益和現(xiàn)金流，為企業(yè)加大研發(fā)投入提供資金支持，進而有助于提高全要素生產(chǎn)率（鄭寶紅和張兆國，2018）[28]。二是替代效應。研發(fā)費用加計扣除改變了技術研究開發(fā)投入與生產(chǎn)要素投入之間的相對價格，有助于引導企業(yè)將閑置資金投向可以進行稅前加計扣除的研發(fā)支出和研發(fā)人力資本培養(yǎng)，進而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（Rego 和Wilson，2012）[29]。三是降低技術創(chuàng)新風險。研發(fā)費用加計扣除可以一定程度降低企業(yè)的所得稅負擔，相當于把技術創(chuàng)新的一部分風險轉嫁給政府承擔，企業(yè)創(chuàng)新失敗的風險有所降低，進而增強企業(yè)擴大研發(fā)支出的積極性，因而有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升（Mukherjee，2017）[30]?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設。

H1：研發(fā)費用加計扣除政策能夠顯著促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

2.融資約束的中介效應分析

企業(yè)的融資渠道主要包括內(nèi)源融資和外源融資兩種途徑。內(nèi)源融資主要基于企業(yè)自身的內(nèi)部盈余，呈現(xiàn)低成本、低風險、低約束的特征；而外部融資主要向金融機構、個人或機構投資者募集資金，分為債權融資、股權融資等，企業(yè)需要支付利息、股利，并承擔按時償債的壓力。根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)會按照內(nèi)部融資、債權融資、股權融資的順序籌集資金。在先進制造業(yè)企業(yè)高速成長階段，往往需要大量研發(fā)費用支出，而此時內(nèi)部留存收益可能較難滿足企業(yè)資金需求，外部融資顯得尤為重要。然而，由于金融市場中信息不對稱等因素的存在，外部投資者難以全面知曉企業(yè)經(jīng)營及研發(fā)投入的預期回報情況，往往出于資金安全考慮，對企業(yè)縮減投資、提高融資成本或限制資金使用方向。

融資約束在研發(fā)費用加計扣除與提升全要素生產(chǎn)率之間的中介作用主要體現(xiàn)在以下方面。一方面，研發(fā)費用加計扣除政策通過加大研發(fā)費用在繳納所得稅前的抵扣力度，從而降低納稅金額，增加凈利潤和現(xiàn)金流，獲得更多的內(nèi)部資金積累，增強企業(yè)內(nèi)源融資能力和風險承受能力，使得企業(yè)能夠有更多資金擴大再生產(chǎn)，促進企業(yè)積極開展技術升級改造等創(chuàng)新活動。另一方面，實施研發(fā)費用加計扣除政策在改善企業(yè)盈利狀況的同時，向外部投資者傳遞積極信號，吸引社會資金進入企業(yè)，降低企業(yè)獲得外源融資的難度，為企業(yè)擴大投資再生產(chǎn)和形成規(guī)模效應提供動力。在這兩方面的同時作用下，研發(fā)費用加計扣除能夠有效緩解企業(yè)融資約束，而融資約束對企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈顯著負向影響，降低企業(yè)融資約束可以通過促進企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投資、實施多元化經(jīng)營戰(zhàn)略等渠道提升全要素生產(chǎn)率（譚偉杰，2022）[8]?；谝陨戏治?，本文提出假設2。

H2：研發(fā)費用加計扣除通過降低企業(yè)融資約束作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

3.研發(fā)費用加計扣除對全要素生產(chǎn)率影響的企業(yè)異質(zhì)性分析

（1）盈利能力的影響。在成本投入相同的情況下，盈利能力越強的企業(yè)獲得的利潤越多，企業(yè)資金和現(xiàn)金流狀況也就越充足；而盈利能力相對較弱的企業(yè)由于獲利有限，對資金的需求也就更強烈，因而研發(fā)費用加計扣除政策的收入效應相對會更明顯。企業(yè)的終極追求目標是利潤最大化，盈利能力較弱的企業(yè)通過進行研發(fā)費用加計扣除來降低稅負、提高凈收益的需求更為強烈；同時其通過技術革新來提高產(chǎn)品附加值和降低成本的愿望也更強烈，更渴望創(chuàng)新研發(fā)和技術進步帶來的預期收益（郭健等，2020）[31]?；诖?，本文提出假設3。

H3：研發(fā)費用加計扣除提升盈利能力較弱的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果更好。

（2）企業(yè)規(guī)模的影響。從技術創(chuàng)新風險的視角看，企業(yè)研發(fā)活動需要大量的資金投入，且研發(fā)是否能取得預期成效存在一定的不確定性。相較于規(guī)模較大的企業(yè)，規(guī)模較小的企業(yè)研發(fā)團隊實力較弱，研發(fā)流程不夠完善，面臨較高的研發(fā)風險，因而研發(fā)費用加計扣除政策對降低研發(fā)風險的作用更明顯（許國藝，2014）[32]。從節(jié)稅效應的視角來看，稅收優(yōu)惠政策對利潤豐厚的企業(yè)節(jié)稅效應并不明顯，利潤微薄的企業(yè)對減稅政策的獲得感更強，而規(guī)模較小的企業(yè)通常利潤也相對較少。綜上，相對于規(guī)模較大的企業(yè)，研發(fā)費用加計扣除政策對規(guī)模較小企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果可能更為顯著?；诖?，本文提出假設4。

H4：研發(fā)費用加計扣除提升規(guī)模較小企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果更好。

（3）研發(fā)投入的影響。研發(fā)投入是科技創(chuàng)新與技術進步的基礎和前提，加大研發(fā)投入對提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有關鍵作用。然而，在實際生產(chǎn)經(jīng)營中，研發(fā)投入需要企業(yè)耗用大量資金成本，且收益存在不確定性和滯后性（Galasso和Simcoe，2011）[33]，企業(yè)往往由于資金緊張、風險規(guī)避和激勵不足等原因，無法進行充足的研發(fā)投入，進而制約全要素生產(chǎn)率的提升（任曙明和呂鐲，2014）[34]。通常情況下，加大研發(fā)投入可以增強技術革新的持續(xù)性，提高企業(yè)技術創(chuàng)新的成功概率，促進企業(yè)專利和非專利技術增加，并不斷積累和提高知識存量，從而轉化為生產(chǎn)能力；同時會使得企業(yè)的資源配置效率更加優(yōu)化、生產(chǎn)規(guī)模逐步擴大、規(guī)模效應逐漸顯現(xiàn)，進而促進其全要素生產(chǎn)率的提高?；诖耍疚奶岢黾僭O5。

H5：研發(fā)費用加計扣除對研發(fā)投入高的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果更好。

（4）行業(yè)特征的影響。如果是直接的稅額減免優(yōu)惠，則企業(yè)所得稅稅率不會影響優(yōu)惠的效果。然而，研發(fā)費用加計扣除政策需要進行應稅額的抵扣，政策效果則會受到企業(yè)所得稅稅率的影響①若采用抵扣方式，研發(fā)投入加計扣除政策給企業(yè)帶來的成本減少量=研發(fā)投入*稅前扣除率*企業(yè)所得稅稅率。。在其他條件不變的情況下，稅率越低，抵扣后的研發(fā)費用稅后成本越大，這可能會削弱加計扣除政策的效果，所以企業(yè)所得稅的稅率優(yōu)惠可能會在一定程度上抵消研發(fā)費用加計扣除的政策效果。在我國，同普通行業(yè)25%的企業(yè)所得稅相比，高新技術行業(yè)享有15%的優(yōu)惠稅率，故研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在非高新技術企業(yè)中可能表現(xiàn)得比高新技術企業(yè)更顯著。另外，從降低研發(fā)風險的視角考慮，高新技術企業(yè)技術含量較高，創(chuàng)新變革活躍，技術研發(fā)的風險控制體系可能相對完善；而低技術企業(yè)的創(chuàng)新活動少，研發(fā)投入的財力物力規(guī)模較小，研究開發(fā)的風險控制相對較弱，所以加計扣除政策對低技術企業(yè)的研發(fā)風險緩釋作用可能更顯著。綜合以上兩方面分析，本文提出假設6。

H6：研發(fā)費用加計扣除對提升非高新技術企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果更好。

（二）模型設計

1.數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理

《關于完善研究開發(fā)費用稅前加計扣除政策的通知》對研發(fā)費用稅前加計扣除政策做了一定的完善，提出負面清單制度，并將研發(fā)費用歸集和認定范圍進一步擴展，因此本文的研究起始時間選擇為2015 年。同時，從研發(fā)投入結構來看，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入占到了全國研發(fā)投入的六成以上②根據(jù)國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)整理所得。?？紤]到規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)大部分為制造業(yè)以及研發(fā)費用數(shù)據(jù)的可得性，本文以2015—2020 年A 股制造業(yè)上市公司為研究樣本，研究所需數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。實證研究之前對數(shù)據(jù)處理如下：剔除ST 和*ST 的企業(yè)，剔除研發(fā)支出披露不全的企業(yè)，剔除相關指標數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，最終得到1324 家制造業(yè)上市公司的7944條數(shù)據(jù)。

2.變量定義

（1）被解釋變量：全要素生產(chǎn)率（TFP）。參考魯曉東和連玉君（2012）[35]的研究，LP 法除了可以更好地解決傳統(tǒng)估計方法中的內(nèi)生性問題和樣本選擇偏差外，相較于OP 法能較好解決投資變量為0 的問題，因此本文采用LP 法衡量企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。假定企業(yè)生產(chǎn)滿足柯布-道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)：

其中Y、K、L 分別為企業(yè)總產(chǎn)出（指標設定為營業(yè)收入）、資本投入（指標設定為固定資產(chǎn)凈值）、人力投入（指標設定為職工人數(shù)），M 為中間投入（指標設定為企業(yè)購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金）。

（2）核心解釋變量：研發(fā)費用加計扣除政策優(yōu)惠強度（Deduction）。參考任燦燦等（2021）[7]的研究，本文采用研發(fā)費用加計扣除政策優(yōu)惠強度指標來衡量政策激勵效應，計算公式為：研發(fā)支出*加計扣除比例*所得稅稅率/企業(yè)總資產(chǎn)，2015—2017 年加計扣除比例為50%，2018—2020 年加計扣除比例為75%；所得稅稅率為企業(yè)當年的名義稅率。

（3）中介變量：參考鞠曉生等（2013）[36]的研究，本 文 采用SA 指 數(shù)（SA=0.043×Size2-0.737×Size-0.04×Age）來表示企業(yè)的融資約束，其中Age=當前年份-企業(yè)成立年份，Size=ln(企業(yè)規(guī)模/1000000)。需要注意的是，SA 指數(shù)都為負值，且絕對值越大（即實際值越小）表示企業(yè)融資約束越大。

（4）控制變量：參考劉曄和林陳聃（2021）[6]等的研究，本文還選取了資產(chǎn)凈利率（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、固定資產(chǎn)比率（FA）、人力資本投入（Labor）、流動資產(chǎn)周轉率（Turnover）、企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流（CF）、管理層薪酬（Pay）等作為控制變量。

各主要變量定義見表2。

3.模型設定

（1）基準模型。為檢驗研發(fā)費用加計扣除政策是否有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，參考郭健等（2020）[31]的研究，基于本文的研究目標和理論假設，構建了如下模型：

模型（2）中，Controls表示控制變量集，具體見表2，i、t 分別代表企業(yè)、時間，μi代表個體固定效應，τt代表時間固定效應，εit代表隨機誤差。

（2）中介效應分析。為分析加計扣除政策對全要素生產(chǎn)率的作用機制，本文構建中介效應檢驗模型，在主模型的基礎上設置了模型（3）和模型（4）：

表2 主要變量定義

（3）異質(zhì)性分析。為檢驗不同規(guī)模、不同盈利能力、不同研發(fā)投入的企業(yè)，研發(fā)費用加計扣除政策對全要素生產(chǎn)率提升效果的異質(zhì)性，本文將企業(yè)按照規(guī)模、盈利能力、研發(fā)投入是否高于樣本中位數(shù)分組進行了分樣本檢驗。為檢驗研發(fā)費用加計扣除政策對高新企業(yè)和非高新企業(yè)影響的異質(zhì)性，本文按企業(yè)是否屬于高新企業(yè)分組①本文依據(jù)2012年中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》將樣本企業(yè)分為高新企業(yè)和非高新企業(yè)，其中高新技術企業(yè)包括行業(yè)代碼為C26 化學原料和化學制品制造業(yè)，C27 醫(yī)藥制造業(yè)，C28 化學纖維制造業(yè)，C35 專用設備制造業(yè)，C37 鐵路、傳播航空航天和其他運輸設備制造業(yè)，C39計算機通信和其他電子設備制造業(yè)，C40儀器儀表制造業(yè)的企業(yè)。進行了分樣本檢驗。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3 列出了變量的描述性統(tǒng)計結果：LP 法計算的制造業(yè)上市企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）的均值為14.040，中位數(shù)為13.980，標準差為0.834。研發(fā)費用加計扣除政策優(yōu)惠強度（Deduction）的均值為0.003，最大值為0.132，最小值為0.0001，說明我國研發(fā)費用加計扣除政策優(yōu)惠強度整體較小，優(yōu)惠力度提升仍有較大空間。其他變量特征與現(xiàn)有研究基本一致。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）基準回歸結果

本文對基準模型進行面板模型類型選擇檢驗，結果見表4。

表4 面板模型類型選擇檢驗

根據(jù)表4 的檢驗結果，選擇固定效應模型對模型（2）進行估計，結果見表5。研發(fā)費用加計扣除政策優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)在1%的置信區(qū)間顯著為正，驗證了前文提出的假設H1，即研發(fā)費用加計扣除政策能夠顯著提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

表5 基準模型估計結果

（三）中介效應檢驗

中介效應檢驗的步驟如下：首先，先對模型（2）進行估計，如果核心解釋變量加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)β2顯著，則檢驗繼續(xù)進行，否則檢驗終止。其次，對模型（3）進行估計，如果核心解釋變量加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)α2顯著，則檢驗繼續(xù)進行，否則檢驗終止。再次，對模型（4）進行估計，如果θ1和θ2都顯著，且θ1小于模型（2）中的β2，則表示融資約束（SA）是加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的部分中介變量；若只有θ2顯著，而θ1不顯著，則表示融資約束（SA）是加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的完全中介變量。

本文按照以上步驟進行了中介效應檢驗，結果見表6。第一步和第二步的回歸結果中，加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)均顯著，第三步的回歸結果中，融資約束（SA）和加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)均顯著，且加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)0.186 較第一步的系數(shù)0.199 有所降低，這說明融資約束（SA）是加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）和全要素生產(chǎn)率（TFP）之間的部分中介變量。綜合基準回歸結果可知，研發(fā)費用加計扣除對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的總效應為0.199，其中直接效應為0.186，中介效應為0.196×0.0648=0.013，中介效應的貢獻率為0.013÷0.199=6.38%。即研發(fā)費用加計扣除政策可以通過作用于降低企業(yè)融資約束，來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，驗證了前文提出的假設H2。

表6 中介效應檢驗結果

（四）異質(zhì)性分析

1.盈利能力的影響

為了檢驗加計扣除政策對全要素生產(chǎn)率的提升作用對盈利能力不同的企業(yè)是否存在差異，本文將資產(chǎn)凈利率高于樣本中位數(shù)的企業(yè)定義為盈利能力較強企業(yè)，低于樣本中位數(shù)的企業(yè)定義為盈利能力較弱企業(yè)，進行分樣本檢驗，采用基準模型進行估計，結果見表7 的第1 列和第2 列。回歸結果顯示：盈利能力較弱企業(yè)分組加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)為0.247，大于盈利能力較強企業(yè)分組的0.136，且在1%的水平下顯著。這說明對于盈利能力較弱的企業(yè)，研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用發(fā)揮更顯著，前文提出的假設H3得到驗證。

表7 盈利能力和企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗結果

2.企業(yè)規(guī)模的影響

為了研究研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在不同規(guī)模企業(yè)之間的差異，本文將總資產(chǎn)取自然對數(shù)高于樣本中位數(shù)的企業(yè)定義為規(guī)模較大企業(yè)，低于樣本中位數(shù)的企業(yè)定義為規(guī)模較小企業(yè)，進行分樣本檢驗，采用基準模型進行估計，結果見表7 的第3 列和第4 列?；貧w結果顯示：規(guī)模較小企業(yè)分組加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)為0.346，大于規(guī)模較大企業(yè)分組的0.169，且在1%的水平下顯著。這說明研發(fā)費用加計扣除政策對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在規(guī)模較小的企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著，前文提出的假設H4得到驗證。

3.研發(fā)投入的影響

參考張藝軒（2020）[15]等的研究，本文采用研發(fā)投入/營業(yè)收入來衡量研發(fā)投入的強度。為了研究研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在不同研發(fā)投入企業(yè)之間的差異，本文將研發(fā)投入強度高于樣本中位數(shù)的企業(yè)定義為研發(fā)投入較高企業(yè)，低于樣本中位數(shù)的企業(yè)定義為研發(fā)投入較低企業(yè)，進行分樣本檢驗，采用基準模型進行估計，結果見表8 的第1 列和第2 列?；貧w結果顯示：研發(fā)投入較高企業(yè)分組加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)為0.286，大于研發(fā)投入較低分組的0.182，且在1%的水平下顯著。這說明研發(fā)費用加計扣除政策對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在研發(fā)投入較高的企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著，前文提出的假設H5得到驗證。

表8 研發(fā)投入和行業(yè)特征異質(zhì)性檢驗結果

4.行業(yè)特征的影響

為了研究研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在不同行業(yè)企業(yè)之間的差異，本文按照高新技術企業(yè)和非高新技術企業(yè)分組，運用基準回歸模型進行分樣本檢驗，模型估計結果見表8 的第3 列和第4 列?；貧w結果顯示：高新技術企業(yè)組加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)為0.156，在1%的水平下顯著；而非高新技術企業(yè)組加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)為0.344，大于高新技術企業(yè)組，且在1%的水平下顯著。這說明研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在非高新技術企業(yè)中發(fā)揮得更顯著，前文提出的假設H6得到驗證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了確保實證模型回歸結果的穩(wěn)定性和可靠性，本文進行了以下穩(wěn)健性檢驗。一是更換企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計方法。使用OLS法重新估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并將其作為被解釋變量代入模型進行回歸。二是改變關鍵變量。用研發(fā)費用加計扣除額/營業(yè)收入作為研發(fā)費用加計扣除政策優(yōu)惠強度變量，代入相關模型進行回歸。三是考慮反向因果問題。由于本文可能存在反向因果問題，即全要素生產(chǎn)率高的企業(yè)研發(fā)費用本身較高，本文考慮引入滯后項，即將解釋變量中的全部連續(xù)變量均取滯后一期代入模型進行回歸。以上穩(wěn)健性檢驗結果見表9，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度（Deduction）的系數(shù)均顯著為正，與前文結果一致。

五、結論與建議

（一）研究結論

本文選取2015—2020 年A 股制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了研發(fā)費用加計扣除政策、融資約束和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關系。研究結果表明，研發(fā)費用加計扣除政策對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著作用。中介效應檢驗結果表明，研發(fā)費用加計扣除可以通過降低企業(yè)融資約束，來促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。進一步研究顯示，研發(fā)費用加計扣除政策對提升全要素生產(chǎn)率的作用在盈利能力較弱、規(guī)模較小、研發(fā)投入較高和非高新技術企業(yè)中表現(xiàn)得更明顯。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果

（二）政策建議

1.進一步加大對企業(yè)研發(fā)活動的稅收優(yōu)惠力度

研發(fā)費用加計扣除政策可以通過促進企業(yè)增加研發(fā)投入，進而推動技術進步以提升全要素生產(chǎn)率，且這種促進作用和加計扣除比例明顯正相關。自加計扣除政策實施以來，1996年至2017年實施加計扣除比例為50%，2017 年科技型中小企業(yè)加計扣除比例提升至75%，并在2018 年推廣至全部行業(yè)，2021年和2022 年分別將制造業(yè)和科技型中小企業(yè)加計扣除比例提升至100%。可考慮在適當?shù)臅r候將100%的加計扣除比例推廣至全部行業(yè)，并針對基礎研究、原始創(chuàng)新等國家重點扶持領域進一步提高加計扣除比例。

2.進一步優(yōu)化研發(fā)費用加計扣除政策設計

由于研發(fā)費用加計扣除政策對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在不同特點的企業(yè)間存在異質(zhì)性，下一步可根據(jù)不同企業(yè)的特點采取更加有針對性的優(yōu)惠措施。比如可進一步加大對規(guī)模較小的企業(yè)、利潤率較低行業(yè)企業(yè)、研發(fā)投入較高行業(yè)企業(yè)的研發(fā)費用加計扣除力度，充分發(fā)揮結構化減稅的政策作用，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的整體提升。

3.進一步強化對企業(yè)創(chuàng)新的金融支持

降低企業(yè)融資約束可以在研發(fā)費用加計扣除政策和提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮部分中介作用，因此，要鼓勵金融機構進一步拓展科技金融業(yè)務，加大對企業(yè)科技創(chuàng)新的金融支持力度，切實緩解民營科技企業(yè)的融資難、融資貴問題。要改善支持科技創(chuàng)新的金融生態(tài)環(huán)境，通過降低融資成本、增強信貸可得性、優(yōu)化融資服務，促進企業(yè)增加研發(fā)投入，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.進一步完善鼓勵創(chuàng)新的配套支持政策

深入實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，促進科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。持續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境，逐步完善知識產(chǎn)權及專利保護機制，減少科技研發(fā)活動的外部溢出。強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，充分發(fā)揮企業(yè)在促進科技創(chuàng)新中的生力軍作用，注重產(chǎn)學研用結合，有效提升科技創(chuàng)新水平，加快構建新發(fā)展格局。